導語：如何才能寫好一篇經(jīng)濟增長貢獻率，這就需要搜集整理更多的資料和文獻，歡迎閱讀由公務(wù)員之家整理的十篇范文，供你借鑒。

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【關(guān)鍵詞】索羅模型，余值法，科技貢獻率

一、引言

21 世紀是知識經(jīng)濟時代，經(jīng)濟的發(fā)展越來越依賴于科技水平的提高。那么在北京經(jīng)濟發(fā)展過程中科技發(fā)揮了多大作用呢？從 1978 年到 2008 年，在北京經(jīng)濟增長中科技的貢獻如何衡量，以及如何指導今后北京市的科技發(fā)展？這些問題的解決對于更好地發(fā)揮科技在北京經(jīng)濟發(fā)展中的功能具有重要意義。

二、模型與數(shù)據(jù)

（一）擴展的索羅模型

首先引入一個規(guī)模報酬不變的索羅生產(chǎn)函數(shù)Y KαtLβt，將其化為要素投入形式，設(shè)生產(chǎn)函數(shù)為：

Q=F（K，L，t） （1），則：lnQ=lnA+αlnL+βlnK （2）

（二）實證模型與數(shù)據(jù)

1.實證模型。以（2）為基礎(chǔ)，用 GDP 代表產(chǎn)出、用資本存量 K代表資本投入、用從業(yè)人員數(shù)量 L 代替勞動投入，我們提出如下回歸模型并用多元最小二乘回歸可以估計出式（3）中的參數(shù)lnA，α，β：lnGDPt=lnA+αlnLt+βlnkt+μt.......（3）

2.科技貢獻率測算方法

本文主要采用索洛余值法，即：ΔA/A=ΔGDP/GDP-α×ΔL/L-β×ΔK/K （4）

由式（4）可求出科技貢獻率：EA：EA=（ΔA/A）/（ΔGDP/GDP）×100%（5）

3.數(shù)據(jù)。

數(shù)據(jù)來源是歷年《北京統(tǒng)計年鑒》。其中，選取北京市固定資產(chǎn)存量數(shù)據(jù)作為資本投入指標。本文使用永續(xù)盤存法對中國資本存量進行估算：公式為：kt=It+（1-θt）kt-1 其中，kt表示第 t 年末的資本存量，It表示第t 年的投資，θt表示第t 年的折舊率。本文選定固定資產(chǎn)折舊率為6%。

三、回歸結(jié)果及貢獻率計算

（一）回歸結(jié)果

使用 Eviews6.0，采取 Cochrane- Orcutt 的兩步迭代和White加權(quán)的方法消除序列相關(guān)和異方差問題，得到如下結(jié)果：

lnGDP=-1.25+0.14lnL+0.896lnK+102AR（1）- 0.12AR（2）

（- 0.81）* （0.618）* （42.59）*** （4.99）*** （-0.63）***

R2=0.99 R2=0.99 F=2369.183*** D.W.=1.99（注：*、*** 分別表示在 10%和 1%的顯著性水平上顯著）

（二）貢獻率計算

回歸結(jié)果從整體上表現(xiàn)出較高的擬合優(yōu)度和總體顯著性。lnL和lnK對lnGDP的影響都具顯著性。根據(jù)公式（4）、（5）計算出科技邊際產(chǎn)出ΔA/A，科技貢獻率EA。

結(jié)果如下表1所示：

四、對科技貢獻率的分析

剔除 1981 年的異常值，由上面統(tǒng)計可知：

1、 在1979～2009 年間，北京市經(jīng)濟發(fā)展中科技的貢獻率平均為 -23.39%，而且波動性很大，最小值為 1989 年的 - 186.08%，最大值為 1992 年的 52.76%。

2、 從科技的邊際產(chǎn)出來看，1979～2008年北京市科技邊際產(chǎn)出最低的年份為 1986 年，邊際產(chǎn)出為 - 0.1246，說明GDP每增長1%，科技在其中的反向作用為- 12.46%，最高的年份為1992年，科技的邊際產(chǎn)出為0.059，說明 GDP 每增長 1%，科技的作用為5.95%，而其它年份的變動都比較平緩。

五、結(jié)論及政策建議

基于以上結(jié)論可以判斷，北京的經(jīng)濟增長仍主要依賴于資本投入，要充分發(fā)揮科技的作用，需要從以下方面入手：

第一，把握好經(jīng)濟增長與資本投入的關(guān)系，特別要注意防止資本投入大起大落，使資本投入保持穩(wěn)定較快的增長，發(fā)揮資本投入促進科技邊際產(chǎn)出的作用，在資金投入方面加強政府對科技投入的引導，改變目前資本投入對科技貢獻的擠出效益。

第二，更加重視勞動者在科技創(chuàng)新中的作用，對目前勞動質(zhì)量的改善促進科技邊際產(chǎn)出提升的作用進行積極引導，增加科技創(chuàng)新在勞動所得中的比重，在職業(yè)教育、技能培訓、項目科研制定更具吸引力的政策。

第三，積極調(diào)整科技政策，強化財政科技投入，加大政府科技投入力度，明確資助重點，全方位支持技術(shù)開發(fā)和高新技術(shù)，完善科技投入的政策法規(guī)，優(yōu)化財政科技投入的結(jié)構(gòu)。

參考文獻：

[1]曾國平.“我國第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展中的科技進步貢獻率研究”[J].商場現(xiàn)代化，2009（ 9）

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以珠海市2000-2014年的投入產(chǎn)出統(tǒng)計數(shù)據(jù)為例，測算出科技進步貢獻率，分析科技進步貢獻率與該市地區(qū)生產(chǎn)總值增長率之間的變化趨勢，并就正確評估科技進步貢獻率在城市經(jīng)濟發(fā)展中的作用及其與城市經(jīng)濟增長之間的關(guān)系進行闡述。

關(guān)鍵詞：

科技進步貢獻率；經(jīng)濟增長；影響；珠海市

隨著當前中國經(jīng)濟整體進入結(jié)構(gòu)性減速期，研究科技進步貢獻率（又稱全要數(shù)貢獻率TFP）對城市經(jīng)濟增長的潛在影響變得越來越重要。當前比較一致的觀點是：由于外界沖擊對經(jīng)濟產(chǎn)出的影響，度量短期內(nèi)的科技進步貢獻率意義不大。因此本文采用2000年至2014年的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，測算出珠海市科技進步貢獻率，再分析評估其在城市經(jīng)濟發(fā)展中的作用、局限性，并就科技進步貢獻率與城市經(jīng)濟增長之間的關(guān)系作出闡述。

1測算方法和數(shù)據(jù)處理

1.1測算方法目前，以生產(chǎn)函數(shù)模型為基礎(chǔ)的索洛（Solow）余值法是測算科技貢獻率最為廣泛的研究方法。該方法要求市場完全競爭、規(guī)模報酬不變、技術(shù)進步為希克斯中性等約束條件。本文采用索洛余值法對科技進步貢獻率進行測算，主要原因是自2000年以后，該市的經(jīng)濟發(fā)展環(huán)境可近視為符合完全競爭市場、規(guī)模報酬不變和技術(shù)進步為?？怂怪行缘燃s束條件。

2數(shù)據(jù)來源及處理

測算數(shù)據(jù)來源于2000年至2014年《廣東省統(tǒng)計年鑒》以及珠海市統(tǒng)計年鑒。

2.1經(jīng)濟產(chǎn)出量Y的數(shù)據(jù)處理將國內(nèi)生產(chǎn)總值作為經(jīng)濟產(chǎn)出量Y，通過2000年至2014年該市的國內(nèi)生產(chǎn)總值統(tǒng)計表，可以得到2000年為基期的不變價格城市實際地區(qū)生產(chǎn)總值。

2.2資本投入量K的數(shù)據(jù)處理將固定資本存量作為資本投入量K，采用“永續(xù)盤存法”（PIM）來計算，即對該市歷年來形成的固定資產(chǎn)進行重新估價后，再根據(jù)所選的折舊方式來確定資本消耗，最后逐年推算得出歷年的資本存量總額，其計算表達式為：Kt=It+（1-δ）Kt-1其中Kt為第t年的資本存量，It為第t年的固定資產(chǎn)形成額，δ是固定資產(chǎn)存量折舊率。本文固定資產(chǎn)存量折舊率取國內(nèi)各研究的綜合估計值0.13，同時參考和借鑒現(xiàn)有關(guān)于廣東省及珠三角地區(qū)歷年來固定資本存量估算的研究思路、方法及成果，利用該市歷年來占比珠三角地區(qū)全社會固定資產(chǎn)投資的數(shù)據(jù)序列，估算2000年至2014年該市的固定資本存量。

2.3勞動投入量L數(shù)據(jù)計算勞動投入量L，采用可直接用于對比的城鎮(zhèn)單位就業(yè)人員數(shù)作為計算數(shù)據(jù)。

2.4科技進步貢獻率測算根據(jù)上述統(tǒng)計數(shù)據(jù)，可計算出產(chǎn)出量Y、固定資本存量K和勞動投入量L的增長率，代入上述索洛余值法測算計算公式，即可得到科技進步對經(jīng)濟增長的貢獻率，如表1所示。

2.5科技進步貢獻率與地區(qū)生產(chǎn)總值增長之間的關(guān)系由圖1可知，2004年至2008年珠海市科技進步貢獻率達到一個峰值，其后表現(xiàn)較為平穩(wěn)，2007年至2011年出現(xiàn)一個明顯的下降，之后在2008年至2012年又呈現(xiàn)出整體上升趨勢。出現(xiàn)上述現(xiàn)象，本文分析認為主要原因有以下幾點：一是2008年以前，該市地區(qū)生產(chǎn)總值增長對資本投入和勞動力投入依賴不大，科技進步貢獻率保持平穩(wěn)上升趨勢；二是2008以后,受金融危機的整體影響，該市地區(qū)生產(chǎn)總值增長對資本投入的依賴開始增大，導致科技進步貢獻率出現(xiàn)一定下降；三是2012以后,該市整體經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型成效開始逐漸顯現(xiàn)，高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)在經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)中的比重增大，科技進步貢獻率又開始呈現(xiàn)上升。從整體上看，2000年至2014年珠海市年均科技進步貢獻率年達到52.12%，并且與該市的地區(qū)生產(chǎn)總值增長率呈現(xiàn)高度正相關(guān)性，說明科技進步貢獻率對地區(qū)生產(chǎn)總值有潛在促進作用。

3科技進步貢獻率參考價值的局限性

科技進步貢獻率對于評價一個地區(qū)、一種產(chǎn)業(yè)或行業(yè)具有重要參考意義，特別是當它與其他指標相結(jié)合時，可以反映出一個國或者地區(qū)在經(jīng)濟高速增長中存在的潛在問題，具有重要參考價值。但是根據(jù)當前的測算數(shù)學模型，認為經(jīng)濟產(chǎn)出中除了勞動與資本之外的部分全部都是科技進步貢獻份額，是忽略了資源配置、規(guī)模經(jīng)濟、產(chǎn)品構(gòu)成、教育水平等因素的影響。特別是在經(jīng)濟劇烈波動時，經(jīng)濟增長率、資本增長率和勞力增長率三個統(tǒng)計數(shù)據(jù)易受到影響，測算出來的數(shù)據(jù)往往嚴重失真。因此對于科技進步貢獻率這一指標，注意以下兩個方面的問題：（1）從使用性質(zhì)上來看，該指標不適合作為絕對值指標?？萍歼M步貢獻率不同于其他總量指標或者平均指標，它實際上反映的是兩個增長率之比，其大小取決于經(jīng)濟增長速度和科技進步速度之間的關(guān)系。當經(jīng)濟增長速度較慢時，科技進步貢獻率就會較大；當經(jīng)濟增長速度較快時，科技進步貢獻率就會較小。即使是一些發(fā)達國家或地區(qū)，其經(jīng)濟繁榮時期的科技進步貢獻率也不是特別高。不能簡單依據(jù)科技進步貢獻率的高低，進而評價一個國家或地區(qū)的科技發(fā)展水平。（2）從測算時間長度上看，該指標不適合作為短期指標。因為科技進步貢獻率往往具有較大的波動性，表現(xiàn)在分析圖表上就是一定的滯后性、長期性及周期性。這是因為科技進步對經(jīng)濟增長的貢獻是儲備和積累的過程，與經(jīng)濟周期和科技進步自身發(fā)展規(guī)律密切相關(guān)。因此，在運用這一指標上，建議有關(guān)部門要積極宣傳科技進步貢獻率的正確涵義，避免對科技進步貢獻率的作用過分夸大，特別是不能簡單地將科技進步貢獻率跟考核評優(yōu)聯(lián)系起來，要綜合資本和勞動的角度，分析評價一個地區(qū)的科技進步水平，進而說明在一定經(jīng)濟增長率前提下的科技進步貢獻率作用。

參考文獻：

［1］何錦義.關(guān)于科技進步貢獻率的幾點認識［J］.統(tǒng)計研究，2012（8）.

［2］郭存芝，杜延軍，李春吉.計量經(jīng)濟學［M］.科學出版社，2009.［3］黃國華，呂開顏.珠江三角洲經(jīng)濟增長因素分析［J］.南方經(jīng)濟，2006（3）.

［4］孫輝，支大林.對中國各省資本存量的估計及典1978-2008［J］.廣東金融學院學報，2010（5）.

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關(guān)鍵詞：外商直接投資　經(jīng)濟差距　貢獻率

一、引言

我國有許多學者如魏后凱、武劍等對FDI與經(jīng)濟增長的關(guān)系從宏觀的角度進行了實證研究，使用宏觀數(shù)據(jù)對FDI與GDP、FDI與進出口總額(T)做回歸分析或相關(guān)性分析，結(jié)果都表明FDI促進了我國GDP值和進出口總額的增長，外商直接投資與經(jīng)濟增長有顯著的正相關(guān)關(guān)系，并認為近20年來我國的經(jīng)濟增長在很大程度上來源于外商直接投資。但FDI在推動經(jīng)濟增長的同時，是不是因其在地區(qū)分布上不平衡而進一步擴大了區(qū)域間的經(jīng)濟差距?本文從定性和定最兩個角度研究外商直接投資對東，西部經(jīng)濟增長貢獻率，再比較兩者的貢獻率是否一致，從而說明外商直接投資使區(qū)域經(jīng)濟差距趨于收斂還是發(fā)散。

二、FDI影響經(jīng)濟增長的基本理論

普遍認為美國經(jīng)濟學家H?錢納里和A?斯特勞特1969年創(chuàng)立的儲蓄和外匯雙缺口模型最能經(jīng)典地解釋外資對發(fā)展中國家經(jīng)濟增長的貢獻。該模型認為，大多數(shù)發(fā)展中國家的經(jīng)濟發(fā)展主要受三種因素約束：一是儲蓄約束，即國內(nèi)需求水平低，不足以支持周內(nèi)投資需求的擴張，影響經(jīng)濟發(fā)展；二是外匯約束，有限的外匯收入不足以支付經(jīng)濟發(fā)展所需要的資本品和消費品進口，阻礙經(jīng)濟發(fā)展；三是吸收能力約束，即由于缺乏必需的技術(shù)和管理，無法有效地使用外資和各種資源，從而影響生產(chǎn)率的提高和經(jīng)濟發(fā)展。

如果發(fā)展中國家能成功利用外資便可以逐漸彌補和克服儲蓄、外匯和技術(shù)缺口的約束，增加l國民總儲蓄和總投資，進而促進經(jīng)濟增長。即外資通過把區(qū)域的儲蓄傾向轉(zhuǎn)變?yōu)檎鎸嵉耐顿Y來實現(xiàn)其發(fā)展的功能；外資通過改善投資地的原有資產(chǎn)存量，促進經(jīng)濟增長，并進一步通過新建企業(yè)形成高質(zhì)量資產(chǎn)，通過收購和兼并提高原有資產(chǎn)存量；外資帶來國外先進實用的技術(shù)、設(shè)備和科學的管理方式促進一同或地區(qū)的發(fā)展；外資有利于發(fā)展中國家和地區(qū)經(jīng)濟管理體制的改革和完善、提高管理效率、降低企業(yè)的交易成本從而促進經(jīng)濟發(fā)展。

三、FDI在我國東、西部的二元分布現(xiàn)狀

20世紀90年代以來自改革開放以來，外商直接投資成為我國經(jīng)濟高速增長的助推器已是不爭的事實。FDI已成為我國利用外資的上要方式，占全部利用外資比重70％以上，中國直接利用投資額從1990年的排名第17位一躍為2002年的全球第4位．共吸引4480億美元投資。目前，中國已成為僅次于美國的全球第二吸引外資國。

但FDI在我國的分布很不平衡。截至2002年底，中中實際利用FDI總額為4479.70億美元，其中地方占4376.09億美元，而東部為3826.54億美元，占地方實際使用FDI總額的87.44％西部僅為155.7億美元，占實際使用FDI總額的3.56％。這與西部12省市，2億多人口，占一半還多的國土面積完全不相符合。FDI在東西部分布已是嚴重的二元性。

從總值上看，中國實際利用FDI一直呈穩(wěn)步增長態(tài)勢，呈現(xiàn)“東高西低”的基本格局，東部省區(qū)明顯高于西部省區(qū)。從增幅上看也是如此，以2002年統(tǒng)計為例．東部沿海地區(qū)吸引FDI為458.58億美元，比上年增長11.62％，占全國實際利用外資總額的86.63‰西部地區(qū)實際利用外資比重小，呈下降趨勢，僅吸引外資20.05億美元，占總額的3.82％。在整體增幅下降同時，部分西部省區(qū)如吉林(-27.51％)、河南(-11.3％)、山西(-8.11％)、重慶(-23.44％)、甘肅(-17.57％)、四川(-4.47％)等省區(qū)出現(xiàn)不同程度的負增長。這種趨勢將使FDI在東西部地區(qū)分布進一步拉大差距，強化了FDI區(qū)域分布的二元性特征。

四、FDI對東、西部經(jīng)濟增長的貢獻率分析

自改革開放以來，中國實際利用FDI一直呈穩(wěn)步增長態(tài)勢，呈現(xiàn)“東高西低”的基本格局。同時這一時期的東、西部的GDP結(jié)構(gòu)也呈現(xiàn)出幾乎完全相同的增長趨勢，東、西部的GDP的絕對差距明顯拉大。

根據(jù)國民收入水平?jīng)Q定理論，投資在推動國民經(jīng)濟的增長中起著重要的作用。而FDI作為總投資的一部分，明顯對投資區(qū)域的經(jīng)濟增長起著積極的作用，也是使東、西部經(jīng)濟差距擴大的重要因素。

為了精確分析FDI與東部，西部經(jīng)濟增長的相關(guān)性(FDI能否促進東西部經(jīng)濟增長，能在多大程度上促進增長)，以時間序列為1992年到2002年，選取直接使用的外資額(FDI)為自變量，以國民生產(chǎn)總值(GDP)為因變量，用最小二乘法進行線性回歸擬合，構(gòu)建回歸模型：

(二)東、西部FDI的系數(shù)分別為0.72和0.46，說明FDI的邊際產(chǎn)出彈性在東部比西部高，也說明FDI對經(jīng)濟增長的促進作用東部大，西部小，對東部經(jīng)濟增長的貢獻率高。這與我們的觀察是一致的，由于東部各方面的條件好，F(xiàn)DI對當?shù)亟?jīng)濟的促進作用當然要比西部大。FDI在東部的促進作用大于西部，由此加大東，西部經(jīng)濟發(fā)展的差距。

從以上分析可以知道，F(xiàn)DI對東、西部的經(jīng)濟增長均有顯著促進作用，但FDI對經(jīng)濟增長的促進作用東部大，西部小，又存在FDI在東西部地域分布不平衡，西部吸引的FDI遠低于東部的現(xiàn)狀。由于FDI與地區(qū)經(jīng)濟增長之間形成了一種循環(huán)累積效應(yīng)，F(xiàn)DI在東、西部經(jīng)濟差距的擴大中所起的作用將越來越大。在這種作用下，東西部經(jīng)濟差距必然進一步拉大。堅持東、西部經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展，逐步縮小東、西部經(jīng)濟發(fā)展的差距，最終實現(xiàn)共同進步是社會主義現(xiàn)代化建設(shè)的內(nèi)在客觀要求。因此，我們應(yīng)合理利用FDI，充分發(fā)揮其在我國東、西部經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展中的促進作用，縮小東、西部經(jīng)濟發(fā)展差距。

五、分析FDI二元分布的原因，改變FDI不平衡分布

FDI二元分布不是偶然形成的，有其深層次的原因，只有找到了FDI二元分布的原因，才能采取措施改變FDI不平衡分布的現(xiàn)狀，我認為FDI選擇東部的重要原因有兩個：

(一)東部具有良好的區(qū)位優(yōu)勢

區(qū)位選擇是跨國公司FDI首要基本問題。根據(jù)鄧寧的“國際生產(chǎn)折衷理論”，區(qū)位優(yōu)勢是區(qū)位選擇的準則。就跨國公司而言，區(qū)位優(yōu)勢是指跨國公司在投資區(qū)位上具有的選擇優(yōu)勢；就東道國內(nèi)部具體區(qū)位而言，是吸引外資的特定區(qū)位優(yōu)勢，這個區(qū)位具有的優(yōu)勢，不一定那個區(qū)位也具有。在華跨國公司一般以市場占有、利潤最大化為戰(zhàn)略取向。在轉(zhuǎn)型經(jīng)濟國

家，市場具有不確定性，同時，又具有巨大的市場增長潛力。信息成本、積聚經(jīng)濟構(gòu)成了吸引FDI的區(qū)位優(yōu)勢?？鐕緝A向于信息成本低、具有積聚經(jīng)濟效應(yīng)的地區(qū)。

在我國，信息成本低的地區(qū)主要是：地區(qū)經(jīng)濟中心，沿海地區(qū)，已經(jīng)建立大量三資企業(yè)的區(qū)位，外商可以享受優(yōu)惠政策的區(qū)位。上述四種低信息成本地區(qū)，幾乎都在東部沿海發(fā)達地區(qū)，可以說：東部省區(qū)的信息成本優(yōu)勢構(gòu)成了吸引外資的特定區(qū)位優(yōu)勢。

東南沿海的“珠三角”、“長三角”、“環(huán)勃海”區(qū)域，有強大的“產(chǎn)業(yè)空間積聚形成的產(chǎn)業(yè)特定的溢出效應(yīng)和自然優(yōu)勢”，F(xiàn)DI選擇這樣具有積聚經(jīng)濟效應(yīng)的地區(qū)在情理之中。

東部沿海經(jīng)濟發(fā)達省區(qū)具有區(qū)位優(yōu)勢，有利于跨國公司投資，實現(xiàn)其戰(zhàn)略目標，所以，F(xiàn)DI主要流向東部地區(qū)。例如，廣東、江蘇、山東三省在全國范圍內(nèi)具有突出的區(qū)位比較優(yōu)勢，因而，F(xiàn)DI集中分布于三省(約占50％)。

(二)國家的政策因素

從改革開放到西部大開發(fā)前，國家根據(jù)“梯度發(fā)展理論”，制定了東部優(yōu)先發(fā)展戰(zhàn)略，給予了東部地區(qū)10幾年的優(yōu)惠政策，F(xiàn)DI在東部享受著“超國民待遇”，與此同時，西部的企業(yè)承擔著相對而言較沉重的稅收壓力。這個時期FDI當然不會選擇西部。西部大開發(fā)后，國家給了西部與東部沿海一樣的稅收政策，但西部在其他方面均無優(yōu)勢可言(如區(qū)位優(yōu)勢，規(guī)模效應(yīng)，科研能力等等)，與東部一樣的稅收政策對FDI并沒有多少吸引力。這種稅收優(yōu)惠政策權(quán)利分配上的平等隱含著因相對差距導致的事實上的不平等。

六、建議

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關(guān)鍵詞:高等教育 廣東 經(jīng)濟增長率 貢獻

高等教育不僅對經(jīng)濟社會的發(fā)展有著直接的貢獻，而且可以通過提高勞動者素質(zhì)達到對經(jīng)濟增長的貢獻。因此，測算廣東省高等教育對經(jīng)濟增長的貢獻率，對于處理好廣東省高等教育發(fā)展與經(jīng)濟增長的關(guān)系具有重要的意義。

一、計算高等教育對經(jīng)濟增長貢獻率的模型選擇

在定量分析中，柯布—道格拉斯（C-D）生產(chǎn)函數(shù)是國內(nèi)外眾多估算方法的基礎(chǔ)，本文也主要在柯布—道格拉斯（C-D）生產(chǎn)函數(shù)的基礎(chǔ)上進一步細分教育投入和經(jīng)濟產(chǎn)出之間的函數(shù)關(guān)系。

柯布—道格拉斯（C-D）生產(chǎn)函數(shù)是由美國數(shù)學家柯布和經(jīng)濟學家道格拉斯根據(jù)歷史統(tǒng)計資料，研究二十世紀處在研究美國制造業(yè)勞動和資本對產(chǎn)出的作用時得出一個生產(chǎn)函數(shù)，即著名的柯布—道格拉斯（C-D）生產(chǎn)函數(shù)：

Y=AKαLβ （1）

這個生產(chǎn)函數(shù)可以表述為:假設(shè)土地數(shù)量沒有變化，導致經(jīng)濟增長的因素抽象為資本K、勞動L和技術(shù)進步率A，K、L可以相互替代，且能以可變的比例組合，又假設(shè)經(jīng)濟發(fā)展處于完全競爭的市場經(jīng)濟條件下，生產(chǎn)要素都以其邊際產(chǎn)品作為報酬，規(guī)模報酬保持不變，那么在時間t范圍內(nèi)變化的中性技術(shù)進步的產(chǎn)出增長模型可以被構(gòu)造為:Yt=At KtαLtβ （2）

其中，Yt是第t期經(jīng)濟產(chǎn)出量，用GDP表示； At為第t期技術(shù)水平，一般作為常數(shù)；Kt為第t期的物質(zhì)資本存量；Lt為第t期人力資本存量；α是資本的產(chǎn)出彈性系數(shù)，β是勞動的產(chǎn)出彈性系數(shù)，而且α﹥0，β﹥0，α﹢β=1 。

人力資本理論認為教育能提高勞動力的質(zhì)量，也就等于使初始勞動力投入量成倍增加，因此可以將勞動投入量細化為初始勞動力L0與教育投入E的乘積，于是公式（1）就可以轉(zhuǎn)化為： Yt=AtKαt（L0tEt）β (3)

這同時和新經(jīng)濟增長理論的代表人物盧卡斯（Robert E Lucas）于1988年提出的內(nèi)生經(jīng)濟增長模型Y=Kα（Hl）1-α的思想基本一致（《經(jīng)濟增長導論》，2002）對公式（3）兩邊取自然對數(shù)后再求時間t的全導數(shù)，然后再用差分方程近似代替微分方程得到方程：y=a+αk+βl0+βe（4）

其中，y表示一定時期內(nèi)經(jīng)濟的年均增長率，a為社會技術(shù)進步的水平增長率，α表示產(chǎn)出的資本投入彈性，K為資本投入的年均增長率，β表示產(chǎn)出的勞動投入彈性，l0代表初始勞動投入的年均增長率，e代表教育投入的年均增長率。因此，估算教育對經(jīng)濟增長率的貢獻可表示為：

Re=（ye/y）×100%=（βe/y）×100% (5)

公式(5)是目前國際廣泛采用的計算教育對經(jīng)濟增長貢獻率的模型，它表示教育這個要素投入所帶來的那部分國民產(chǎn)值的增長率占國民產(chǎn)值總增長率的比率。在實際計算過程中，教育投入的年均增長率e也可以表示教育綜合指數(shù)的年均增長率。在此基礎(chǔ)上進一步求出廣東高等教育對經(jīng)濟增長的貢獻。

二、勞動的產(chǎn)出彈性系數(shù)β的測算

在本文的模型中，β的系數(shù)值對模型的影響較大。本文主要根據(jù)廣東省2000~2009年的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，采用時間序列回歸分析的方法，在柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)Yt=AtKtαLtβ 的基礎(chǔ)上 ，通過 兩邊取自然對數(shù)構(gòu)造線形回歸模型:lnYt=lnAt+αlnKt+βlnLt，設(shè)α+β=1。為避免出現(xiàn)序列自相關(guān)和多重共線形問題，在上述生產(chǎn)函數(shù)的基礎(chǔ)上，構(gòu)造一階差分方程： lnYt- lnYt-1=C0+α（lnKt－lnKt-1）+β（lnLt－lnLt-1）+θ，設(shè)α+β=1。這里θ為隨機誤差項，假設(shè)其均值為0，且自變量的一階差分與隨機誤差項無關(guān)。

2000年固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)（1978=1），實際投資額（1978價格），實際資本存量（1978年價格）來自張軍、吳桂英、張吉鵬，中國省際物質(zhì)資本存量估算：1952-2000，經(jīng)濟研究，2004年第10期，P42-43

2001-2008年的固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)（1978=1），實際投資額（1978年價格），實際資本存量（1978年價格）：根據(jù)張軍等（2004）采用的方法計算得出。

運用SPSS軟件求出β的值，其中，Y表示廣東省2000-2009年實際GDP，參見表1；K表示廣東2000-2008年折舊后的資本存量，參見表2；L表示廣東省2000-2009年從業(yè)人數(shù)，參見表3。

將廣東省歷年GDP對數(shù)的一階差分lnYt- lnYt-1、實際資本存量對數(shù)的一階差分lnKt－lnKt-1、從業(yè)人數(shù)對數(shù)的一階差分lnLt－lnLt-1，代入一階差分方程：lnYt- lnYt-1=C0+α（lnKt－lnKt-1）+β（lnLt－lnLt-1），運用SPSS軟件進行回歸分析。得到以下分析結(jié)果：

由以上回歸結(jié)果可以看出，建立的廣東省勞動投入的柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)的回歸模型是成立的。從回歸結(jié)果得到廣東省的的勞動的投入彈性β為0.636。

三、 計算廣東教育投入的年均增長率e和高等教育的年均增長率eh

第1步，分別計算2000年、2008年廣東從業(yè)人員的人均教育綜合指數(shù)

(一)用教育綜合指數(shù)代表由于教育程度的提高而帶來的勞動投入量，需要確定勞動簡化率

關(guān)于勞動簡化率的確定是個復雜的問題，目前主要有三種方法：西方的丹尼森和麥迪遜的“工資收入法”（又稱“丹尼森系數(shù)法”）、前蘇聯(lián)的“復雜勞動簡化法”（又稱“勞動質(zhì)量修正法”）以及中國學者的“修正的勞動簡化法”。各種方法測算的結(jié)果差距比較大，僅中國學者在采用修正的額勞動簡化法時就計算出四種（分別根據(jù)工資法、教育年限法、工作年總課時數(shù)法和勞動生產(chǎn)率法）等不同結(jié)果。

丹尼森“工資收入法”在中國使用時，學者們一般是部分地考慮中國的實際情況，采用不同文化程度勞動者的平均工資收入差別確定不同文化程度的勞動者的勞動生產(chǎn)率，然后與經(jīng)驗值相結(jié)合做不同程度的折算，得到的結(jié)果雖然有差別，但波動范圍不大，崔玉平（1999）按三級（初等、中等和高等）得到勞動簡化系數(shù)為：1、1.4、2；李洪天（2001）按四級（小學、初中、高中和大學）計算得到勞動簡化率分別為：1、1.2、1.4和2；杭永寶（2007）按五級（小學、初中、高中、大專、本科以上高等教育）得到勞動簡化系數(shù)為1、1.28、1.38、1.81、2.2。由于目前廣東的研究生所占比例還比較小，可以把他們歸入本科學歷，所以本文根據(jù)綜合考慮采用杭永寶的勞動簡化系數(shù)。

(二)計算2000年、2008年廣東省人均受教育年限數(shù)據(jù)

根據(jù)模型Re=ye/y×100%=βe/y×100%的要求，需要用一定時間段內(nèi)的數(shù)據(jù)來反映增長率，又依據(jù)“教育綜合指數(shù)”的內(nèi)涵，需要人均受各級教育年數(shù)來計算教育綜合指數(shù)的年均增長率，考慮到數(shù)據(jù)的權(quán)威性和可獲取性以及可比較性，本人選取《廣東省2000年人口普查資料》和《中國勞動統(tǒng)計年鑒（2010）》中的數(shù)據(jù)。

資料來源:2000年數(shù)據(jù):根據(jù)《廣東省2000年人口普查資料》中《全省分年齡、性別、受教育程度的各行業(yè)人口》（P3046-3053）中的數(shù)據(jù)整理、計算得出2008年數(shù)據(jù)：國家統(tǒng)計局人口和社會科技統(tǒng)計司、勞動和社會保障部規(guī)劃財務(wù)司編，《中國勞動統(tǒng)計年鑒-2010》，2009年，P77。

計算公式：Pi=Ni∑Xi，其中， Xi是各級文化程度分布比例，I={（小學，初中，高中，大學專科，大學本科以上）；（初中，高中，大學?？?，大學本科以上）；（高中，大學專科，大學本科以上）；（大學?？?，大學本科以上）；（大學本科以上）}；Ni是各級教育規(guī)定年限（假設(shè)小學受教育年限為6年；假設(shè)初中受教育年限為3年，高中包括中專受教育年限為3年，并且把這3種教育統(tǒng)歸為中等教育；假設(shè)大專受教育年限為3年，大本以上受教育年限為4年，且把這良兩種教育統(tǒng)歸為高等教育。前面介紹過由于受過研究生教育的從業(yè)人員相對較少，本文把這部分從業(yè)人員歸為受過高等教育）。

2000年廣東省15歲—64歲勞動力人口人均受各級教育年數(shù)計算

人均受小學教育年數(shù)：S小=（25.9+49.9+16.8+3.6+1.5+0.15）*6/100=5.871

人均受初中教育年數(shù)：S初=（49.9+16.8+3.6+1.5+0.15）*3/100=2.159

人均受高中教育年數(shù)：S高=（16.8+3.6+1.5+0.15）*3/100=0.66

人均受大學?？平逃陻?shù)：S專=3.6*3/100=0.108

人均受大學本科教育年數(shù)：S本=（1.5+0.15）*4/100=0.066

則2000年廣東省就業(yè)人口人均受各級教育年數(shù)總數(shù)是5.871+2.159+0.66+0.108+0.066+=8.9135。同理可以計算出2008年廣東省就業(yè)人員人均受各級教育年數(shù)依次為：5.923、2.37、0.8133、0.162、0.1364，人均受教育年數(shù)總數(shù)為9.4047。

(三)2000—2008年廣東省就業(yè)人口的教育綜合指數(shù)的年均增長率e

計算公式：e=∑PiSi，其中，Pi是各級勞動簡化系數(shù)，Si是人均受各級教育年數(shù)，i=（小學、初中、高中、大學專科、大學本科以上）。

2000年廣東省就業(yè)人員的教育綜合指數(shù)為：

E0=5.871+2.159×1.28+0.66×1.38+0.108×1.81+0.066×2.2=9.881

2008年廣東省就業(yè)人員的教育綜合指數(shù)為：

E1=5.923+2.37×1.28+0.81×1.38+0.162×1.81+0.1364×2.2=10.668

2000年—2009年間廣東省就業(yè)人口教育綜合指數(shù)的年均增長率，采用幾何平均法：e′={（E1/ E0）1/n-1}×100%={（10.668÷9.881）1/8-1}×100%=0.97%

同理2000年-2009年間廣東省就業(yè)人口高等教育綜合指數(shù)的年均增長率為 eh′={（0.162×1.81+0.1364×2.2）÷（0.108×1.81+0.066×2.2）}1/8-1=6.21%

由于工資的差別進而勞動生產(chǎn)率的差別，是眾多因素共同作用的結(jié)果，如個人的稟賦素質(zhì)、家庭背景、勤奮努力程度等都會導致工資收入的差別，只有一部分差別可以歸因于所受正規(guī)教育的不同，而且，勞動力質(zhì)量、素質(zhì)、技能的提高也不能完全歸因于正規(guī)教育，因此，按照丹尼森等西方學者通行的算法，對于依照工資差別而計算出的教育綜合指數(shù)的增長率（即由教育程度的提高而帶來的勞動量的增長率）用0.6做折算，于是得到廣東省教育綜合指數(shù)年平均增長率的修正值：e=0.97%×0.6=0.582%。廣東省高等教育綜合指數(shù)年平均增長率的修正值：eh=6.21%×0.6=3.726%

第2步，計算廣東省2000-2009年間高等教育在全期年均教育綜合指數(shù)增長率中的比率（Eh）。排除高等教育后，2000-2009年間廣東省高等教育綜合指數(shù)的平均增長率為={（5.923+2.37×1.28+0.81×1.38）÷（5.87+2.159×1.28+0.66×1.38）}1/8-1=0.68%。由此可得，2000-2009年間廣東省高等教育在教育綜合指數(shù)平均增長率中的比率為：eh′=（0.97%-0.68%）÷0.97%=29.9%。

(四)計算2000-2009年廣東省實際GDP的年均增長率y

我們用GDP的增長表示中國的經(jīng)濟增長，考慮到物價指數(shù)的上漲，所以要剔除物價因素，計算2000-2008年間GDP的實際增長率。以本國貨幣不變價格計算的增長率習慣上稱之為實際增長率。為保持一致，這里依然以1978年為基期，那么，根據(jù)表1，我們知道2000年和2008年的GDP的實際值分別為3233.1966、8768.58885，2000-2008年間GDP實際年平均增長率為：y={（Y1/Y2）1/n-1}×100%={（8768.58885÷3233.1966）1/8-1}×100%=12.86%。

(五)計算2000-2008年廣東省教育、高等教育對經(jīng)濟（GDP）增長率的貢獻Re和Rh

根據(jù)上面推導的教育對經(jīng)濟增長率貢獻的表達式Re=（βe/y）×100%，將β=0.636、e=0.582%、eh=3.726%、y=12.86%分別代入 ，則有教育對經(jīng)濟增長率的貢獻為：Re=（βe/y）×100%=（0.636×0.00582÷0.1286）×100%=2.9%，同期高等教育對經(jīng)濟增長率的貢獻為：Rh=2.9%×29.9%=0.87%。2000-2009年間廣東教育對經(jīng)濟增長率貢獻實際增加值為2.9%×12.86%＝0.373%，高等教育對經(jīng)濟增長率貢獻實際增加值為0.87%×12.86%=0.112%。這表明：廣東2000-2009年間國內(nèi)生產(chǎn)總值年平均增長率12.86個百分點中的0.373個百分點是由教育帶來的，0.112個百分點是由高等教育帶來的。這表明廣東省的教育以及高等教育對經(jīng)濟增長率的貢獻是比較低的。

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[1]陳璋.西方經(jīng)濟理論與實證方法論[M].北京：北京大學出版社，1993

李洪天.20世紀90年代我國教育發(fā)展對經(jīng)濟增長的貢獻研究[J].南京政治學院學報，2001;6

崔玉平.中國高等教育對經(jīng)濟增長率的貢獻[J].北京師范大學學報（人文社會科學版），2000;1

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關(guān)鍵詞：經(jīng)濟增長 教育投資 生產(chǎn)函數(shù) 資源配置

一、教育生產(chǎn)函數(shù)的提出

在上述回歸數(shù)列中義務(wù)教育的產(chǎn)出彈性為1.728189，與固定資產(chǎn)投入的產(chǎn)出彈性0.610568相比，是非常不合理的，這主要是由于在前邊的分析中，義務(wù)教育階段的每十萬人口平均在校生數(shù)與人均GDP并不存在相關(guān)關(guān)系，這是因為義務(wù)教育的在校生數(shù)主要是由我國人口出生率及育齡人口數(shù)決定；但是，國民接受義務(wù)教育的人數(shù)，卻決定了我國未來人力資本的數(shù)量及質(zhì)量，因而不能忽略。所以，在此模型中，雖然義務(wù)教育作為調(diào)整項被加入非線性回歸分析，并且我們不可能增加義務(wù)教育的在校生數(shù)，但是義務(wù)教育在整個國民經(jīng)濟中所起作用也是不可忽視的。在粗放型經(jīng)濟模式下，我國人口數(shù)量的飛速發(fā)展，曾經(jīng)在我國經(jīng)濟發(fā)展中起到了重要作用，也是使我國成為“世界工廠”的基礎(chǔ)。但是，隨著信息時代的到來，我國進一步實現(xiàn)“科教興國”戰(zhàn)略，對于義務(wù)教育，將更注重質(zhì)的提高而不是量的積累。

從式6中可以知道，高中階段的產(chǎn)出彈性是0.245836，高等教育的產(chǎn)出彈性是0.181011，從目前的數(shù)據(jù)看，高中教育的產(chǎn)出彈性高于高等教育的產(chǎn)出彈性，但我們卻不能就此認為，高中教育對我國經(jīng)濟增長的效率比高等教育高。因為根據(jù)對外國教育與經(jīng)濟發(fā)展的對照可以得出如下結(jié)論：世界各國的三級教育投資分配結(jié)構(gòu)，在經(jīng)濟和教育發(fā)展的最初階段，初等教育投資比例最高，其次是中等教育投資，高等教育投資比例最低。隨著各國社會經(jīng)濟的發(fā)展，對教育的要求也在不斷提高，因此，教育結(jié)構(gòu)也在不斷地變化。各國在初等教育基本普及的情況下，就自然而然地轉(zhuǎn)向發(fā)展中等教育，此時，教育投資的重點也就轉(zhuǎn)向了中等教育方面。在基本完成中等教育的普及之后，就開始進入普及高等教育階段，此時教育投資的重點也就開始向高等教育傾斜。

三、經(jīng)濟發(fā)展需求下教育投資在各級教育間配置的理論方向

通過對教育生產(chǎn)函數(shù)的估計，在教育投資優(yōu)化配置方面，我們的出以下結(jié)論：

（1）初等教育是一國教育科技的基礎(chǔ)，對經(jīng)濟增長有很強的促進作用，但是，隨著一國經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的不斷優(yōu)化、全民素質(zhì)的不斷提升以及全球老齡化社會的到來，一個國家不可能永遠在這一指標上取得優(yōu)勢。因此我們要講教育投資的方向逐步向高中教育及高等教育轉(zhuǎn)移。

（2）隨著我國經(jīng)濟的發(fā)展及經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)變，我國教育的重點應(yīng)遵循初等教育――中等教育――高等教育這一規(guī)律逐步向中等教育、進而向高等教育進行轉(zhuǎn)移，教投資的方向也應(yīng)隨之同步轉(zhuǎn)移[4]。如果依然不能意識到這一問題，繼續(xù)加大對初等教育的投入，必然影響教育和經(jīng)濟的協(xié)同發(fā)展。

（3）近年來，我國高等教育的毛入學率快速提升，從 1998年的9.76%到2002年的15%，再到2011年的26.9%，我國高等教育從精英教育階段進入大眾化階段，但這仍然遠遠低于發(fā)達國家平均水平（68.8%），并且在校生數(shù)的產(chǎn)出彈性低于高中在校生的產(chǎn)出彈性。由此可以看出我國高等教育問題絕不簡單是擴招過度問題，主要還是教育投資在結(jié)構(gòu)上的配置不合理，導致擴招的同時，經(jīng)費投入不足，教育質(zhì)量下降，從而在校生數(shù)的產(chǎn)出彈性偏低。

四、結(jié)束語

由于我國人口眾多，現(xiàn)實和潛在的教育人口數(shù)目較為龐大，與此相對應(yīng)的我國教育資源十分短缺，政府雖然不斷加大教育經(jīng)費的投入，但仍然有限。因而提高我國的教育投資的效率，在各級教育間合理配置教育資源，并充分利用好有限的教育資源、辦好我國各級教育，是目前迫切需要解決的一個大問題。這對提高國民素質(zhì)和綜合國力，增強我國在國際舞臺上的競爭能力，早日成為世界強國之一都具有重大的意義。

參考文獻：

[1]劉澤云，蕭今.教育投資收益分析[M].北京師范大學出版社，2009年3月

[2]舒爾茨.人力資本投資[M].北京：商務(wù)印書館，1993.

篇6

關(guān)鍵詞：全要素生產(chǎn)率；經(jīng)濟增長；投入產(chǎn)出

作者簡介：王沙沙，新疆財經(jīng)大學統(tǒng)計與信息學院，碩士，研究方向：宏觀經(jīng)濟；

周勇，新疆財經(jīng)大學統(tǒng)計與信息學院副教授，博士。

中圖分類號：F061.5；F127 文獻標識碼：A doi：10.3969/j.issn.1672-3309（x）.2013.03.38 文章編號：1672-3309（2013）03-92-03

一、引言

全要素生產(chǎn)率（Total Factor Productivity，TFP）最早由索洛于1957年提出，是經(jīng)濟增長領(lǐng)域的一個重要概念。它即廣義的技術(shù)進步，是指經(jīng)濟增長中扣除勞動力和資本這兩大物質(zhì)要素投入增長的作用之后，所有其它能使產(chǎn)出增長的因素之和，即經(jīng)濟增長中去掉資金和勞動力增長之外的余值。[1]其影響因素較多，包括技術(shù)進步、制度安排、經(jīng)濟結(jié)構(gòu)、管理水平的提高等等。

投入產(chǎn)出模型產(chǎn)生于20世紀30年代的美國，其基本思想最早由諾貝爾經(jīng)濟學獎獲得者列昂惕夫（Leontief）提出。投入產(chǎn)出有兩種基本形式：一是投入產(chǎn)出表；二是投入產(chǎn)出數(shù)學模型，兩者密不可分，形成一個完整的模型體系。由于投入產(chǎn)出表反映了一定時期國民經(jīng)濟各部門的投入與產(chǎn)出之間的數(shù)量關(guān)系，而這種關(guān)系正是由這一時期技術(shù)進步狀況、經(jīng)濟結(jié)構(gòu)和組織管理水平等因素決定的。因此，把投入產(chǎn)出模型應(yīng)用于測量全要素生產(chǎn)率對經(jīng)濟增長的作用中，是投入產(chǎn)出模型應(yīng)用的一個新發(fā)展。

一般測算全要素生產(chǎn)率的文章多用“索羅余值”法、Malmquist方法等方法。而基于投入產(chǎn)出模型測量全要素生產(chǎn)率（即廣義的技術(shù)進步）對經(jīng)濟增長的作用的文獻并不多見。李斌（2003）基于投入產(chǎn)出的行模型 X=（I-A）-1Y， 認為總產(chǎn)出的變化來自于兩個方面：一部分由最終產(chǎn)出的變化解釋，另一部分由技術(shù)進步解釋， 并據(jù)此測算了全國1995-1997年技術(shù)進步對經(jīng)濟增長的貢獻的絕對數(shù)[2]；李景華（2007）應(yīng)用投入產(chǎn)出行模型 X=AX+Y， 采用國家統(tǒng)計局的1987年和1995年以1990年當年價格作為基期的可比價基礎(chǔ)價格的30個部門投入產(chǎn)出表，測算了1987-1995年間各部門技術(shù)進步對經(jīng)濟增長的貢獻[3]。胡振華（1995）在研究和實際編制企業(yè)勞動投入產(chǎn)出表的基礎(chǔ)上，利用投入產(chǎn)出技術(shù)測度了企業(yè)的全要素生產(chǎn)率[4]。而用投入產(chǎn)出模型來研究新疆全要素生產(chǎn)率的文章幾乎沒有。本文應(yīng)用價值型投入產(chǎn)出行模型，從中間流量矩陣出發(fā)，來測算全要素生產(chǎn)率對新疆經(jīng)濟增長的貢獻。

二、模型的設(shè)計與解釋

價值型投入產(chǎn)出行模型的基本關(guān)系：

AX+Y=X（1）

其中，表示總產(chǎn)出列向量，表示最終使用列向量，是直接消耗系數(shù)矩陣。直接消耗系數(shù)矩陣中的元素aij表示j部門生產(chǎn)單位產(chǎn)品對第i部門產(chǎn)品的直接消耗量，將aij稱為第j部門對第i部門產(chǎn)品的直接消耗系數(shù)。它反映了在一定技術(shù)水平下第j部門與第i部門間的技術(shù)經(jīng)濟聯(lián)系，因此又將直接消耗系數(shù)稱為技術(shù)系數(shù)、投入系數(shù)，用它可度量全要素生產(chǎn)率。

由（1）式可以推導得到：

（2）

其中，（I-A）-1稱為列昂惕夫逆系數(shù)矩陣，也稱為完全需要系數(shù)矩陣，通常記為B 。該矩陣中的元素bij表示j部門生產(chǎn)單位最終產(chǎn)品對i部門產(chǎn)品的完全需要量，這里既包括對中間產(chǎn)品的需求，又包括對最終產(chǎn)品本身的需求，即對總產(chǎn)品的完全需要。

用B來測算全要素生產(chǎn)率，下面式子中1，0分別表示計算期和基期：

（3）

可見，總產(chǎn)出的增量X可以分解為兩部分：第一項為B1Y，可視為由最終產(chǎn)出的變化解釋的總產(chǎn)出的增加；第二項為BY0，可看作各部門全要素生產(chǎn)率引起直接消耗系數(shù)矩陣A的變化所解釋的總產(chǎn)出的增長。

將直接消耗系數(shù)矩陣A的變化所解釋的總產(chǎn)出的變化視為全要素生產(chǎn)率（即廣義技術(shù)進步）對經(jīng)濟增長的貢獻是因為在投入產(chǎn)出模型中，國民經(jīng)濟各部門間的生產(chǎn)技術(shù)聯(lián)系是通過矩陣A，即直接消耗系數(shù)來建立的，并且通過計算B來反映國民經(jīng)濟各部門、再生產(chǎn)各環(huán)節(jié)之間的間接聯(lián)系。在價值型投入產(chǎn)出模型中，A除了受生產(chǎn)技術(shù)變化的影響外，還受到價格變化和部門構(gòu)成變化的影響。因此，若能消除價格變化和部門構(gòu)成變化的影響，則不同時期的A所反映的就是全要素生產(chǎn)率的變化，從而BY0代表的便是各部門全要素生產(chǎn)率所解釋的總產(chǎn)出的變化，即全要素生產(chǎn)率對經(jīng)濟增長的貢獻。

消除價格變化和部門構(gòu)成變化對直接消耗系數(shù)A的影響之后，通過（3）式，我們知道BY0表示各部門全要素生產(chǎn)率對經(jīng)濟增長的貢獻，令， ，則Wi為第i部門全要素生產(chǎn)率對經(jīng)濟增長的貢獻額（n表示第n個經(jīng)濟部門）。

（4）

λi為第i部門全要素生產(chǎn)率對經(jīng)濟增長的貢獻率。

（5）

λ為整個國民經(jīng)濟系統(tǒng)的全要素生產(chǎn)率對經(jīng)濟增長的貢獻率。

三、實證分析

（一）數(shù)據(jù)來源及預(yù)處理

本文采用新疆統(tǒng)計局的《1997年新疆40部門投入產(chǎn)出表》與《2007 年新疆42部門投入產(chǎn)出表》作為原始數(shù)據(jù)。由于使用投入產(chǎn)出模型測算全要素生產(chǎn)率對經(jīng)濟增長的貢獻的前提條件是必須消除價格變化和部門構(gòu)成變化對直接消耗系數(shù)的影響，因此，必須對原始數(shù)據(jù)進行相應(yīng)的處理。針對價格因素的影響，本文根據(jù)《新疆統(tǒng)計年鑒》和中國經(jīng)濟社會發(fā)展統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫收集到1997-2007年間上述部門的價格指數(shù)對《2007年42部門投入產(chǎn)出表》中的數(shù)據(jù)進行處理，得到以1997年為基期的2007年可比價投入產(chǎn)出表。針對部門構(gòu)成的影響，我們以《國民經(jīng)濟行業(yè)分類標準》為基準，將1997年、2007年兩張表中的部門均調(diào)整為相對應(yīng)的30個部門，并對調(diào)整所涉及的部門的數(shù)據(jù)進行了處理，達到盡量消除部門構(gòu)成變化對直接消耗系數(shù)矩陣的影響的目的。

（二）測算全要素生產(chǎn)率對經(jīng)濟增長的貢獻額與貢獻率

通過（3）、（4）式對處理后的數(shù)據(jù)計算，我們得到表1的結(jié)果。從表1可以看出，新疆全要素生產(chǎn)率對國民經(jīng)濟各部門的影響是不一樣的。1997-2007年間全要素生產(chǎn)率對煤炭開采和洗選業(yè)、金屬礦采選業(yè)、非金屬礦采業(yè)、食品制造及煙草加工業(yè)、木材加工及家具制造業(yè)、化學工業(yè)、非金屬礦物制品業(yè)、金屬冶煉及壓延加工業(yè)、金屬制品業(yè)、通用和專用設(shè)備制造業(yè)、交通運輸設(shè)備制造業(yè)、電氣機械及器材制造業(yè)、通信設(shè)備和計算機及其他電子設(shè)備制造業(yè)、儀器儀表及文化辦公用機械制造業(yè)、其他工業(yè)、電力和熱力的生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)、交通運輸及郵電、住宿和餐飲業(yè)、金融業(yè)、公用事業(yè)及居民服務(wù)、公共管理和社會組織等23個部門帶來正影響，其余的7個部門帶來負的影響。這個實證結(jié)果基本符合一般的經(jīng)濟規(guī)律，全要素生產(chǎn)率（即廣義的技術(shù)進步）使一些部門的產(chǎn)出率提高了，也使另一些部門的產(chǎn)出率下降了，并且正影響的部門數(shù)多于負影響的部門數(shù)。

表1 各部門技術(shù)進步對經(jīng)濟增長貢獻的測算

之所以會出現(xiàn)部分經(jīng)濟部門全要素生產(chǎn)率（廣義的技術(shù)進步）的貢獻為負值，是由于（3）式是由投入產(chǎn)出行模型（1）式推導出來的，投入產(chǎn)出行模型側(cè)重于經(jīng)濟部門 i（i=1，2，…，n）作為產(chǎn)出部門時其全要素生產(chǎn)率對總產(chǎn)出的影響。對于投入產(chǎn)出表的中間產(chǎn)品矩陣來說，每一個經(jīng)濟部門都具有雙重身分（既是產(chǎn)出部門也是投入部門），而經(jīng)濟部門 i（i=1，2，…，n）分別作為產(chǎn)出部門與投入部門時其全要素生產(chǎn)率對總產(chǎn)出的影響往往具有反向的作用（這種反作用是通過直接消耗系數(shù)A的反向變動來反映的）。因此，如何綜合考慮經(jīng)濟部門的雙重身分的全要素生產(chǎn)率對總產(chǎn)出的作用需要作更深入的研究。

根據(jù)（5）式，計算得到新疆整個國民經(jīng)濟系統(tǒng)的全要素生產(chǎn)率對經(jīng)濟增長的總貢獻率為57.93%。在《新疆經(jīng)濟增長的全要素生產(chǎn)率的實證研究》這篇文章中測得全要素生產(chǎn)率對新疆經(jīng)濟增長的平均貢獻率為57.13%，本文的研究結(jié)果與之研究結(jié)果基本一致。說明1997-2007年間全要素生產(chǎn)率對新疆的經(jīng)濟增長貢獻較大，這也與新疆的實際情況基本上是吻合的。

四、結(jié)論

本文考慮部門之間的完全消耗關(guān)系、運用結(jié)構(gòu)分解分析模型的分解方法、使用投入產(chǎn)出模型來測算新疆地區(qū)全要素生產(chǎn)率對經(jīng)濟增長的貢獻。作為實證研究，利用新疆統(tǒng)計局的《1997年新疆40部門投入產(chǎn)出表》和《2007年新疆42部門投入產(chǎn)出表》，考慮價格因素和部門構(gòu)成因素的影響，對1997-2007年間全要素生產(chǎn)率對經(jīng)濟增長的貢獻進行測算，并進一步得到整個國民經(jīng)濟的全要素生產(chǎn)率對經(jīng)濟增長的總貢獻為57.93%。綜合分析，實證結(jié)果基本符合新疆經(jīng)濟的實際狀況。

參考文獻：

[1] 王沙沙.新疆經(jīng)濟增長的全要素生產(chǎn)率的實證研究[J].企業(yè)導報，2012，（22）.

[2] 李斌.基于投入產(chǎn)出表對技術(shù)進步的測算方法研究[J].數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究，2003，（02）.

篇7

【關(guān)鍵詞】旅游產(chǎn)業(yè)；經(jīng)濟增長；協(xié)整；誤差修正模型

旅游業(yè)是第三產(chǎn)業(yè)中產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)度高而且富有發(fā)展?jié)摿Φ某柈a(chǎn)業(yè)。旅游業(yè)的發(fā)展不僅能夠促進經(jīng)濟增長、促進就業(yè)，而且還能促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整、投資環(huán)境的改善以及提升城市形象。近年來湖北省旅游產(chǎn)業(yè)出現(xiàn)蓬勃發(fā)展的勢態(tài)，2010年湖北省全省接待入境旅游人數(shù)達到181.74萬人次，旅游總收入達到1460.53億元，同比增長45.4%；旅游外匯收入達到7.51億美元，同比增長47.2%。湖北省旅游產(chǎn)業(yè)的發(fā)展為湖北省經(jīng)濟和社會發(fā)展做出了巨大貢獻。在此背景下，測度旅游產(chǎn)業(yè)在多大程度上影響國民經(jīng)濟的發(fā)展，是一個值得思考的問題，對于加快湖北省地區(qū)經(jīng)濟實現(xiàn)又好又快的增長具有重要的理論和實踐意義。本文采用協(xié)整和誤差修正模型研究湖北省經(jīng)濟增長與旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展之間的關(guān)系，找出旅游產(chǎn)業(yè)對湖北經(jīng)濟增長的貢獻度究竟有多大，以其為湖北省經(jīng)濟決策提供參考。

一、模型選擇和數(shù)據(jù)處理

（1）指標選取與數(shù)據(jù)處理。選取湖北省歷年國內(nèi)生產(chǎn)總值作為代表經(jīng)濟增長的變量，選取湖北省歷年旅游收入作為湖北省旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展的指標。樣本數(shù)據(jù)均來源于歷年《湖北省統(tǒng)計年鑒》，數(shù)據(jù)起止時間為1986～2010年。以1986年為基期的GDP平減指數(shù)核算實際的GDP與實際的旅游收入。用GDP與TR分別表示消除價格變動后的實際GDP與實際旅游總收入。為了使得兩變量的時間序列避免劇烈變動同時盡可能的消除可能產(chǎn)生的異方差，我們分別對消除價格變動后的實際國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP和實際旅游總收入取自然對數(shù)，分別既為LGDP與LTR.。協(xié)整理論是研究變量之間長期均衡關(guān)系的方法，在進行變量協(xié)整分析之前先判斷變量序列的平穩(wěn)性。（2）時間序列分析中，如果一組非平穩(wěn)的時間序列的線性組合為平穩(wěn)的時間序列，則說明這組變量之間存在協(xié)整，這個線性組合被稱為協(xié)整方程。協(xié)整表示經(jīng)濟變量之間存在著某種長期均衡的關(guān)系，在短期內(nèi)可能變量之間的關(guān)系會偏離這種均衡，但是在長期變量之間會存在某種內(nèi)在機制使得變量之間的關(guān)系重新趨向均衡。本文采用Engle和Granger在1987年提出來的EG檢驗來討論湖北省旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展和旅游收入之間的關(guān)系是否存在協(xié)整。如果存在協(xié)整，則表明旅游產(chǎn)業(yè)的發(fā)展是促進湖北省經(jīng)濟增長的一個重要的因素，兩者之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

二、實證分析和估計結(jié)果

1．描述統(tǒng)計分析。為了直觀的觀察變量之間的關(guān)系，首先對變量進行單位根檢驗，我們發(fā)現(xiàn)LGDP與LTT都是非平穩(wěn)的時間序列，通過對他們進行一階差分進行ADF檢驗，我們發(fā)現(xiàn)LGDP與LTT在10%的顯著性水平下是平穩(wěn)的時間序列即LGDP～I(1),LTR～I(1)，LTGDP與LTTR均為1階單整的時間序列。

在此基礎(chǔ)上，我們對取對數(shù)后的湖北省國內(nèi)生產(chǎn)總值和湖北省旅游總收入進行線性回歸就不會產(chǎn)生偽回歸的問題。以LGDP為被解釋變量，以湖北省旅游總收入LTT為解釋變量進行線性回歸，回歸結(jié)果如下：

LGDPt=5.85+0.46×LTRt+et （48.0）（18.6）

DW.=0.48,R2=0.94

由于采用了滯后一期的解釋變量，因此這里的DW值并沒有參考意義。然后對本回歸方程的殘差進行ADF檢驗，發(fā)現(xiàn)殘差在10%顯著性水平下為平穩(wěn)時間序列

由以上協(xié)整回歸方程結(jié)果可以看出，由于雙對數(shù)模型，因此回歸方程彈性系數(shù)0.46表明湖北省旅游產(chǎn)值每增加一個百分點，國內(nèi)生產(chǎn)總值增加大約0.46個百分點，充分說明了湖北旅游產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟增長的貢獻。

2．旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展短期波動對GDP的影響。Engle和Granger在1987年提出了著名的Granger定律：即如果變量X與Y是協(xié)整的，則它們之間的短期非均衡關(guān)系總能由一個誤差修正模型來表述?；谝陨戏治?，我們引入誤差修正模型。引入變量ECM，表示以上回歸方程的殘差，回歸方程形式如下，其中DLGDP與DLTR分別表示對實際GDP與實際LTR一階差分后的時間序列。

從以上誤差修正模型可以看出，湖北省對數(shù)國內(nèi)生產(chǎn)總值LGDP的短期波動受到湖北省對數(shù)旅游總收入LTR的短期波動的影響。從長期來看，湖北省旅游產(chǎn)業(yè)總收入每增加一個百分點，國內(nèi)生產(chǎn)總值增加大約0.46個百分點。從誤差修正模型中可以看出，當短期波動偏離長期均衡時，系統(tǒng)將以0.05的調(diào)整力度將系統(tǒng)從非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)。

三、結(jié)論

以上協(xié)整分析說明，從長期看，湖北省的國內(nèi)生產(chǎn)總值與旅游產(chǎn)業(yè)之間存在長期均衡關(guān)系。彈性系數(shù)為0.46，說明湖北省旅游產(chǎn)業(yè)總收入每增加一個百分點，國內(nèi)生產(chǎn)總值增加大約0.47個百分點，充分說明了旅游產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟增長的貢獻是巨大的，在當前經(jīng)濟背景下，大力發(fā)展旅游產(chǎn)業(yè)為實現(xiàn)湖北經(jīng)濟跨越式發(fā)展以及經(jīng)濟的又好又快的發(fā)展是具有重要意義。

參 考 文 獻

[1]肖新成．江西省旅游業(yè)對經(jīng)濟增長貢獻的統(tǒng)計檢驗[J]．統(tǒng)計與決策．2011（10）

篇8

關(guān)鍵詞：科技進步；貢獻率；經(jīng)濟發(fā)展；索洛余值法

中圖分類號：F29 文獻標志碼：A 文章編號：1673-291X（2014）26-0134-02

一、索洛余值法

索洛余值法公式表述為：

a = y-αk-βl

式中y、k、l分別為經(jīng)濟產(chǎn)出、資本和勞動的增長速度，α和β分別為資本和勞動產(chǎn)出彈性系數(shù)，a稱為科技進步速度或科技進步率。

在規(guī)模報酬不變的情況下，α+β= 1；

Ea=×100%

稱為科技進步對產(chǎn)出增長的貢獻率；Ek、El分別代表資本和勞動對產(chǎn)出增長的貢獻率，即

Ek=α

El=β

二、變量選擇

1.產(chǎn)出量Y。本文利用GDP指數(shù)將所有年份的GDP換算為1992年為基期的實際GDP，以排除價格變動對產(chǎn)出的影響。

2.資本投入量K。本文以每年的全社會固定資產(chǎn)投資額作為資本投入量，用固定資產(chǎn)投資額指數(shù)將所有年份的固定資產(chǎn)投資額換算為1992年為基期的實際固定資產(chǎn)投資額。

3.勞動投入量L。本文采用歷年年末從業(yè)人數(shù)作為勞動投入量。

三、沈陽市科技進步貢獻率的測算

本文采用經(jīng)驗值法測算沈陽市科技進步貢獻率。所謂經(jīng)驗值法就是根據(jù)以往的經(jīng)驗分析，將α的取值設(shè)為0.25，相應(yīng)β的取值為0.75。具體測算科技進步貢獻率的公式如下：

Ea=1--×100%

根據(jù)沈陽市1992―2011年的相關(guān)指標數(shù)據(jù)，在將各指標轉(zhuǎn)化為以1992年為基期的實際GDP、實際固定資產(chǎn)投資額、年末從業(yè)人員數(shù)后，分別測算出實際GDP增長速度、實際資本增長速度和勞動增長速度，然后帶入上述公式，即可得到沈陽市歷年科技進步貢獻率，如表1。

四、沈陽市科技進步貢獻率的分析

計算結(jié)果表明，沈陽市1993―2011年期間科技進步貢獻率在32%―58%之間，平均科技進步貢獻率為45.36%，年均增長3.13%。具體說明如下：

1.科技進步對沈陽市經(jīng)濟增長的貢獻率不斷提高

1993―2011年沈陽市科技進步貢獻率呈現(xiàn)出穩(wěn)步增長的趨勢。從經(jīng)驗值法測算的結(jié)果看，1993―2011年間，沈陽市科技進步對經(jīng)濟增長的貢獻率平均為45.36%。特別是在1999―2011這13年間，科技進步貢獻率增長趨勢較強，而且1999年以后科技進步對沈陽市的經(jīng)濟增長的貢獻率都在40%以上，自2005年該值開始超過50%，至2011年年均科技貢獻率達54.69%，處于全國領(lǐng)先地位，科技進步正成為沈陽市經(jīng)濟增長的主要驅(qū)動力。

2.資本對沈陽市經(jīng)濟增長的貢獻率有所下降

從總體發(fā)展趨勢上看，資本對沈陽市經(jīng)濟增長的貢獻率呈現(xiàn)逐年下降的趨勢。2005年以前，年均資本貢獻率為56.43%，超過科技進步貢獻率（同期科技貢獻率為41.05），可見，那一時期資本對沈陽市經(jīng)濟增長的貢獻是較大的，沈陽市的經(jīng)濟增長主要還是依靠資本投入來帶動。2005年以后，隨著沈陽市政府對科技創(chuàng)新戰(zhàn)略的實施，科技進步對經(jīng)濟增長的貢獻率逐漸高于資本對經(jīng)濟增長的貢獻率。2005―2011年沈陽市科技進步貢獻率年均為54.69%，同期資本年均貢獻率為40.22%，說明沈陽市經(jīng)濟增長對資本投入的依賴有所下降，沈陽市的經(jīng)濟增長方式開始從粗放型增長方式開始向集約型增長方式轉(zhuǎn)變。

3.勞動對沈陽市經(jīng)濟增長的貢獻率總體呈波動狀態(tài)

勞動對沈陽市經(jīng)濟增長貢獻率的發(fā)展趨勢呈現(xiàn)波動變化趨勢，這與統(tǒng)計資料數(shù)據(jù)各年統(tǒng)計口徑不同有一定關(guān)系。但從現(xiàn)實情況分析，近20年來沈陽市勞動對經(jīng)濟增長貢獻率年均值為3.32%。

同時不難看出，沈陽市的勞動就業(yè)人員增長速度較低，勞動對經(jīng)濟增長的貢獻份額徘徊在5%左右。從這一方面來說，要提高勞動在經(jīng)濟增長中的貢獻份額，一要進一步提高勞動者與參與者的素質(zhì)技能；二要提高人力資源開發(fā)及利用水平，在吸引人才的同時用好人才、留住人才；三是要想法設(shè)法不斷開拓新的勞動就業(yè)崗位，努力增加就業(yè)人數(shù)，提高就業(yè)增長率。

參考文獻：

[1] 李蘭蘭，等.中國各省市科技進步貢獻率測算的實證研究[J].中國人口資源與環(huán)境，2011，（4）.

[2] 劉聰.科技進步對江蘇省經(jīng)濟增長的貢獻率分析[J].中國經(jīng)貿(mào)導刊，2012，（8）.

篇9

內(nèi)容摘要：無論是在經(jīng)濟領(lǐng)域還是在管理領(lǐng)域中，我國學者都已開始重視對人力資源管理（Human Resouree Management，HRM）的研究，同時我國作為一個工業(yè)大國，深入探討HRM對我國工業(yè)經(jīng)濟增長的貢獻率也顯得日趨重要。筆者通過建立HRM在我國工業(yè)經(jīng)濟增長貢獻率演算模型，對我國2002-2011年工業(yè)原始數(shù)據(jù)進行了處理，并實證分析了HRM對我國工業(yè)經(jīng)濟增長的貢獻率，最終得出了相應(yīng)的分析結(jié)果，并根據(jù)分析結(jié)果提出促進我國HRM戰(zhàn)略發(fā)展的建議。

關(guān)鍵詞：格蘭杰因果關(guān)系 經(jīng)濟增長 人力資源 貢獻率

人力資本作為生產(chǎn)要素的重要環(huán)節(jié)，與物力資本等因素共同參與了企業(yè)的生產(chǎn)過程。但從管理層面來講，HRM卻并不主動參與企業(yè)的生產(chǎn)過程，其主要以為企業(yè)規(guī)劃生產(chǎn)過程，從而提高企業(yè)生產(chǎn)效率來實現(xiàn)HRM 對企業(yè)生產(chǎn)過程的參與。由于HRM規(guī)劃了企業(yè)的生產(chǎn)過程，因此生產(chǎn)過程可以準確的反應(yīng)生產(chǎn)函數(shù)中的自變量或投入量，筆者正是依此關(guān)系展開了HRM對我國工業(yè)經(jīng)濟增長貢獻率的實證研究。

我國工業(yè)經(jīng)濟增長中HRM貢獻率的實證分析

筆者對我國2002-2011年經(jīng)濟數(shù)據(jù)指標進行了HRM模型分析（見表1），并測算出了HRM對我國經(jīng)濟增長的貢獻率，但在現(xiàn)實經(jīng)濟情況中，由于負增長因素的存在，因此筆者在計算過程中設(shè)定了4個可能性測算，且筆者采用了抵消或克服其他生產(chǎn)要素貢獻（勞動力投入貢獻與資本投入貢獻之和）的方式，測算出了HRM對我國經(jīng)濟增長的貢獻率。在4個可能性測算中，筆者設(shè)定了e為HRM經(jīng)濟增長的貢獻率、α為HRM經(jīng)濟增長的貢獻、β為其他生產(chǎn)要素之和，則可得到我國工業(yè)HRM貢獻率數(shù)據(jù)，如表2所示。

4個可能性測算為：一是，當a≥0，b≥0或者a≤0，b≤0時，在這種假設(shè)中HRM對我國經(jīng)濟增長的貢獻率，就是HRM貢獻占各生產(chǎn)要素貢獻總和的比重；二是，b>0，a+b≥0或b0時；在這種假設(shè)中經(jīng)濟便會出現(xiàn)正增長，正是由于HRM貢獻的正增長促使了經(jīng)濟正增長的出現(xiàn)，因此，此時HRM對經(jīng)濟增長的貢獻率為100%，也就是e=100%；四是，b≥0，a+b

HRM貢獻率與工業(yè)經(jīng)濟增長率的關(guān)系檢驗

筆者通過對我國2002-2011年工業(yè)經(jīng)濟增長與工業(yè)HRM貢獻率間存在的關(guān)系進行檢驗，發(fā)現(xiàn)一階差分Y和HRM在5%的顯著性水平上，表明Y和HRM沒有單位根，所以得到的Y和HRM必然是一階單獨的時間序列，因此，最后可以得出Y和HRM兩者間存在長期平穩(wěn)的協(xié)整關(guān)系，也就是說我國2002-2011年工業(yè)經(jīng)濟增長與工業(yè)HRM貢獻率間存在長期平穩(wěn)的協(xié)整關(guān)系。

通過對我國2002-2011年工業(yè)經(jīng)濟增長與工業(yè)HRM貢獻率間，存在的長期平穩(wěn)的協(xié)整關(guān)系進行研究，發(fā)現(xiàn)我國工業(yè)HRM貢獻率變動因素和工業(yè)自身在一定時間內(nèi)，對我國工業(yè)經(jīng)濟增長形成了顯著的影響，其中工業(yè)經(jīng)濟增長的變動以滯后2年的HRM貢獻率最為明顯，而相對于選擇其他滯后期工業(yè)經(jīng)濟增長的變動，其HRM貢獻率影響力相對較弱。在此模型中模型誤差修正項為φ，在模型中φ反應(yīng)了該項系數(shù)誤差修正模型本身糾正偏離平均誤差值的作用范圍，如假設(shè)糾正系數(shù)設(shè)定為1時，下一年糾正平衡狀態(tài)則應(yīng)是當年均衡誤差（HRM貢獻率和工業(yè)經(jīng)濟增長），通過糾正系數(shù)進行調(diào)整的。

通過演算在HRM貢獻率與我國工業(yè)經(jīng)濟增長率的關(guān)系檢驗?zāi)Ｐ椭?，模型系?shù)為0.017107，這表明多種其他因素共同影響著我國的工業(yè)經(jīng)濟的增長率，但是當模型中的當期非均衡誤差調(diào)整能力和自身糾正能力不足以被改變時，也就表明HRM貢獻率與我國工業(yè)經(jīng)濟增長率的關(guān)系屬于長期平穩(wěn)的協(xié)整關(guān)系，本文所建檢驗?zāi)Ｐ驼侨绱?，檢驗結(jié)果如表3所示。本文所建HRM貢獻率與我國工業(yè)經(jīng)濟增長誤差修正模型（工業(yè)經(jīng)濟增長隨HRM貢獻率長短期變化而改變）為：

ΔY=0.000174-0.230412*ΔYt-1-0.431083*

ΔYt-2+0.006314*HRMt-1+0.014455*HRMt-2+

0.017107*εt-1。

Granger非因果關(guān)系檢驗

雖然工業(yè)經(jīng)濟增長與HRM貢獻率之間存在著長期平穩(wěn)的協(xié)整關(guān)系，但工業(yè)經(jīng)濟增長與HRM貢獻率之間是否存在著因果關(guān)系，是否是由于工業(yè)增加值的變化引發(fā)了HRM貢獻率的變化，還是由于HRM貢獻率的變化引發(fā)了工業(yè)增加值的變化，還需要筆者進行進一步的研究。筆者依據(jù)表3的結(jié)果進行了Granger非因果關(guān)系檢驗，Granger非因果關(guān)系檢驗結(jié)果顯示：第一行零假設(shè)的Granger因果關(guān)系檢驗，其F統(tǒng)計量的數(shù)值是其他各列的第一行數(shù)據(jù)；第二行零假設(shè)的Granger因果關(guān)系檢驗，其F統(tǒng)計量的數(shù)值是為括號內(nèi)的數(shù)據(jù)，如表4所示。通過對Granger非因果關(guān)系檢驗結(jié)果進行分析，筆者發(fā)現(xiàn)：在選擇1、2、3、4年的滯后期為基本條件時，Granger原因表現(xiàn)較明顯（HRM貢獻率構(gòu)成工業(yè)增加值增長）；而基本條件選擇為4年后時，Granger原因表現(xiàn)并不明顯（工業(yè)增加值的增長構(gòu)成HRM貢獻率變化），這也進一步說明了我國工業(yè)增加值的增長并不是形成HRM貢獻率增長的Granger原因，也可以理解為HRM貢獻率是到我國工業(yè)增加值的單向Granger原因，證明了HRM貢獻率與我國工業(yè)經(jīng)濟增長率的關(guān)系屬于長期平穩(wěn)的協(xié)整關(guān)系。

政策建議

通過研究HRM對我國工業(yè)經(jīng)濟增長的貢獻率，發(fā)現(xiàn)HRM貢獻率與我國工業(yè)經(jīng)濟增長率的關(guān)系屬于長期平穩(wěn)的協(xié)整關(guān)系。

首先，HRM管理部門要深層次的了解宏觀人力資源管理制度與人才政策，以及HRM設(shè)置的必要性。

我國HRM管理部門要深層次的了解宏觀人力資源管理制度與人才政策，以及HRM設(shè)置的必要性，從而讓HRM在促進我國經(jīng)濟增長中發(fā)揮更好的作用。具體從HRM部門來講，無論是具體的企事業(yè)HRM部門，還是獨立的HRM公司來說，都應(yīng)該從以人為本的角度出發(fā)重視HRM的發(fā)展，不斷的為提高職工的綜合素質(zhì)和能力，為職工營造一個優(yōu)越的工作環(huán)境，為增強職工自信心而努力，從而確保職工可以勝任更具挑戰(zhàn)性的工作，以及為企業(yè)肩負更重要的責任。

其次，HRM管理部門要從微觀上對HRM進行全新的認識，并在HRM中融入新元素。

我國HRM管理部門不僅要從宏觀了解HRM，也要從微觀上對HRM進行全新的認識，深入開展管理體制改革，并在HRM中融入新元素。在全國范圍內(nèi)營造一個全新的薪酬福利機制和績效考評管理體系，為我國HRM綜合水平的提升提供環(huán)境保障?？冃Э荚u管理體系作為HRM最重要的子系統(tǒng)，雖然其執(zhí)行過程中難度相對較大，但HRM卻掌控著公司戰(zhàn)略目標的核心，從HRM的本質(zhì)意義上進行分析不難發(fā)現(xiàn)，績效考評管理體系作為HRM的重要組成部分，不僅能夠從根本上實現(xiàn)公司的戰(zhàn)略目標，同時還能促進與改善公司的整體績效成績，為公司的競爭優(yōu)勢與核心競爭力的提升奠定堅實的基礎(chǔ)；從HRM的運行目的來分析，HRM中的績效考評管理體系亦是公司實現(xiàn)按勞分配的基礎(chǔ)與前提，同時也為培訓管理體系的創(chuàng)新與設(shè)計提供了科學依據(jù)。此外，薪酬福利機制作為HRM的另一個重要子系統(tǒng)，薪酬福利機制的主要目的就是發(fā)現(xiàn)職工與公司的共通點，從而自發(fā)的與職工分享成果，實現(xiàn)公司的戰(zhàn)略目標。薪酬福利機制不僅能夠有效的解決人力資源價值體系中收益分配問題，如果通過科學的處理，其還能夠促進公司競爭力的全面提升。

再次，HRM管理部門需要更加重視HRM能夠為企業(yè)經(jīng)營、生產(chǎn)提供多少效益，及如何發(fā)揮HRM對企業(yè)經(jīng)營、生產(chǎn)效率的帶動作用。

我國HRM管理部門可在戰(zhàn)略性的HRM構(gòu)建核心體系指導下，通過對我國工業(yè)企業(yè)HRM戰(zhàn)略體系進行重新的規(guī)劃，除構(gòu)建體系性結(jié)構(gòu)的同時外，還應(yīng)著重思考HRM戰(zhàn)略體系的科學性，在穩(wěn)固的HRM基礎(chǔ)上，逐漸把科學的制度引入到HRM體系中來，有目的得開展HRM戰(zhàn)略體系構(gòu)建工作，實現(xiàn)我國HRM水平的全面提升。

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篇10

如何評價三大需求要素對經(jīng)濟增長的貢獻，傳統(tǒng)方法是用三大需求要素增加量占GDP增加量的比重作為當年該要素對GDP增長的貢獻度；然后用該要素貢獻度乘以當年GDP增長率得出相應(yīng)的貢獻率。用公式表示即為：

要素貢獻度＝要素增量／GDP增量×100％；

要素貢獻率＝要素貢獻度×GDP增長率。

基于傳統(tǒng)方法，張雪松在《三大需求要素對我國GDP的貢獻》一文（載《宏觀經(jīng)濟研究》2003年第3期，下稱張文）中，實證研究了我國最終消費、資本形成總額、凈出口三大需求要素對經(jīng)濟增長的貢獻，并由此得出結(jié)論：上世紀90年代以來，最終消費需求對我國GDP的平均貢獻度是60．09％，平均貢獻率是6．42個百分點；資本形成總額對我國GDP的平均貢獻度是37．10％，平均貢獻率為4．46個百分點；貨物和服務(wù)凈出口對我國GDP的平均貢獻度是2．82％，平均貢獻率是0．12個百分點。由于受方法本身的約束，張文的研究成果不能很好地解釋某些經(jīng)濟現(xiàn)象，如貿(mào)易順差與GDP增長之間成“負相關(guān)”關(guān)系、凈出口對經(jīng)濟的拉動往往與國民經(jīng)濟增長成反向運動趨勢等現(xiàn)象。

傳統(tǒng)方法在分析三大需求要素對經(jīng)濟增長的貢獻時，主要是利用靜態(tài)研究的方法，其局限性主要表現(xiàn)在它沒有反映凈出口對經(jīng)濟增長的動態(tài)作用。具體來講主要有以下三個方面：一是凈出口＝出口－進口，隱含的經(jīng)濟意義是出口和進口對經(jīng)濟增長的作用完全相反，出口拉動經(jīng)濟增長，進口對經(jīng)濟增長完全起阻礙作用。二是凈出口沒有反映進出口商品結(jié)構(gòu)的差異，不能反映進口和出口各自對經(jīng)濟增長的作用。三是凈出口簡單化了進口和出口對經(jīng)濟增長的作用，沒有反映進口和出口動態(tài)變化對經(jīng)濟增長的影響。實踐告訴我們，有些進口品對一年、兩年或更長時間的經(jīng)濟增長存在著推動作用?？梢哉f，僅僅利用凈出口解釋進出口對經(jīng)濟增長的貢獻，是傳統(tǒng)方法的主要缺陷。

張文測算凈出口對經(jīng)濟增長的平均貢獻率為0．12個百分點，貢獻度2．82 ％，如果單純從數(shù)字分析，凈出口對經(jīng)濟增長的作用非常小，幾乎可以忽略不計。實際上，我國對外依存度由1981年的15％上升到2002年的49％，進出口對經(jīng)濟增長的作用越來越重要。如果進口品屬于國內(nèi)需抑制需求的消費品，則這類進口會對國內(nèi)需求產(chǎn)生擠出效應(yīng)，阻礙國內(nèi)經(jīng)濟增長；但是，如果進口品屬于技術(shù)含量較高的投資品，則這種進口會帶來國外技術(shù)的外部性，其技術(shù)的擴散效應(yīng)和溢出對國內(nèi)經(jīng)濟增長有較強的推動作用。顯然，單純利用凈出口來解釋進口和出口對經(jīng)濟增長的貢獻不夠充分，方法本身也不科學，有必要加以改進。我們認為，解決這個問題的較好辦法是用進口、出口兩個經(jīng)濟變量分別討論進口和出口對經(jīng)濟增長的貢獻度和貢獻率，而不是簡單地利用凈出口分析國外需求對經(jīng)濟增長的貢獻。

張文關(guān)于三大需求要素對經(jīng)濟增長的貢獻進行了很好的定性和定量分析，對我國如何提高經(jīng)濟增長速度和效益具有現(xiàn)實的指導意義，應(yīng)予充分肯定。但美中不足的是，在定量分析凈出口對經(jīng)濟增長的作用之后，關(guān)于進口和出口對經(jīng)濟增長的作用只進行了定性分析，給人一種意猶未盡的感覺。為此，這里提出一種分析三大需求要素對我國GDP貢獻的新方法。

二、一種新的評價方法

我們利用計量經(jīng)濟學的方法，首先測算需求各要素對經(jīng)濟增長的貢獻率，然后按貢獻率與GDP增長率的比率計算該要素貢獻度。其中，凈出口對經(jīng)濟增長的貢獻率等于出口對經(jīng)濟增長的貢獻率減去進口對經(jīng)濟增長的貢獻率，然后再加上進口對經(jīng)濟增長滯后推動作用的貢獻率。與傳統(tǒng)方法相比，新方法考慮了凈出口對經(jīng)濟增長的滯后作用。

按支出法計算，國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）＝最終消費（cons）＋固定資產(chǎn)投資總額（inv）＋貨物和服務(wù)出口（exp）－貨物和服務(wù)進口（imp），對此恒等式一階差分并對差分方程進行系列變換，并由此建立相應(yīng)的計量經(jīng)濟學模型：

VGDPt ＝α1?Vconst ＋α2?Vinvt ＋α3?Vexpt ＋α4?Vimpt ＋εt

…………………………（1）

其中：VGDPt 、Vconst 、Vinvt 、Vexpt 和Vimpt 分別表示當年國內(nèi)生產(chǎn)總值增長速度、最終消費增長速度、固定資產(chǎn)投資總額增長速度、貨物和服務(wù)出口增長速度、貨物和服務(wù)進口增長速度，αi（i＝1、2、3、4）為相應(yīng)的系數(shù)， εt 是隨機誤差項。

由于統(tǒng)計資料沒有完整的各年度消費需求、投資需求、出口和進口的可比價格數(shù)據(jù)，我們采取如下的處理方法：利用凈出口和進出口總值占當年GDP的比重分別推算進口值和出口值；當年價格下的消費需求、投資需求、出口和進口占當年GDP的比重與可比價格下的比重分別相等，這種方法相當于對這4個經(jīng)濟變量都采用GDP縮減指數(shù)進行折算；在此基礎(chǔ)上計算經(jīng)濟增長速度和4個變量的增長速度，如附表所示。

在以上分析的基礎(chǔ)上，建立我國1983年至2002年經(jīng)濟增長關(guān)于消費需求、投資需求和進出口需求增長速度模型如下：

VGDPt ＝0．730Vconst ＋0．234Vinvt ＋0．093Vexpt －0．059Vimpt

…………………………（2）

t統(tǒng)計量14．873　6．477　5．989?。?．560

R2＝0．909DW＝2．035　F＝53．387

變量及模型通過了統(tǒng)計和計量經(jīng)濟學檢驗。為論述簡捷起見，在以后的篇幅中，不再羅列模型通過各種檢驗的過程和結(jié)果。

有利于提高勞動生產(chǎn)率的進口對經(jīng)濟增長有滯后推動作用，可以考慮將進口增長速度的滯后變量引入模型。經(jīng)系列計量經(jīng)濟學方法處理，建立模型如下：

VGDPt ＝0．709Vconst ＋0．216Vinvt ＋0．078Vexpt －0．045Vimpt

＋0．018Vimpt（－2）

…………………………（3）

其中，變量Vimpt（－2） 表示前兩年的進口增長速度。

模型（3）中5個變量系數(shù)的經(jīng)濟含義分別是：國內(nèi)消費增長1％，帶動當年國內(nèi)生產(chǎn)總值增長0．709個百分點；投資增長1％，帶動國內(nèi)生產(chǎn)總值增長0．216個百分點；貨物和服務(wù)出口增長1％，帶動國內(nèi)生產(chǎn)總值增長0．078個百分點；貨物和服務(wù)進口增長1％，引起當年國內(nèi)生產(chǎn)總值負增長0．045個百分點；兩年前進口增長1％，帶動當年國內(nèi)生產(chǎn)總值增長0．018個百分點。

模型（3）優(yōu)于模型（2），其原因在于模型（3）是一個動態(tài)模型，較好地解釋了進口對經(jīng)濟增長的動態(tài)作用：20年來，就平均水平而言，當年進口對經(jīng)濟增長起負作用，進口對經(jīng)濟增長的推動作用要滯后兩年，模型（3）比模型（2）更富有經(jīng)濟意義。

當數(shù)據(jù)選自1988年至2002年時，變量Vimpt 沒有通過t檢驗，相應(yīng)的增長速度模型如下：

VGDPt ＝0．677Vconst ＋0．195Vinvt ＋0．050Vexpt ＋0．037Vimpt（－2）

…………………………（4）

利用有關(guān)數(shù)據(jù)對模型（4）進行測算，結(jié)論如下：1988年至2002年，消費需求對經(jīng)濟增長的平均貢獻率為5．90個百分點，貢獻度62．8％；投資對經(jīng)濟增長的平均貢獻率為1．92個百分點，貢獻度為20．4％；出口對經(jīng)濟增長的貢獻率為0．93個百分點，貢獻度為9．8％；進口對經(jīng)濟增長的滯后作用平均兩年，其貢獻率為0．65個百分點，貢獻度為7．0％；凈出口對經(jīng)濟增長的平均貢獻率為1．58個百分點，貢獻度為16．8％。

現(xiàn)根據(jù)以上模型及有關(guān)數(shù)據(jù)分不同時段測算三大需求要素對經(jīng)濟增長的平均貢獻率和貢獻度，并與張文進行比較。為方便起見，分別以A 、B、C、D代表，結(jié)果如下：

傳統(tǒng)算法與新的方法比較如下：

1990年和2001年的國內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù)分別為281．7和792．4。經(jīng)計算，這12年的GDP平均增長速度為9．0％，而不是張文中的11．0％。另一方面，按可比價格計算，1990至2001年各年的GDP增長速度只有三年超過了11％，而且還比較靠前。GDP平均增長速度由各年度GDP增長速度乘以相應(yīng)的權(quán)重，而權(quán)重直接由當年經(jīng)濟總量決定，因此這三年的權(quán)重都小于平均數(shù)。因為這個原因，兩種方法所測算的貢獻率沒有可比性，但基本不影響貢獻度的比較。

情形C與D （張文的結(jié)果）研究的時間跨度大致相同，兩種測算方法關(guān)于消費需求對經(jīng)濟增長的貢獻度基本相同：張文為60．09％，本文為61．35％ ，相差不大；但凈出口對經(jīng)濟增長的貢獻度和貢獻率相差較大：張文中測算的凈出口對我國GDP的平均貢獻度是2．82％，本文測算凈出口對經(jīng)濟增長的貢獻度為17．27％，相差較大的主要原因在于張文把進口和出口看成完全相反作用的兩個變量、沒有考慮進口對經(jīng)濟的滯后推動作用；投資需求對經(jīng)濟增長的貢獻出現(xiàn)差異是因為隨著凈出口對經(jīng)濟增長的差異而相伴產(chǎn)生，按傳統(tǒng)方法，張文擴大了投資對經(jīng)濟增長的作用。

如果不考慮時間因素，A與D是等價的。這是因為情形A是模型（2）的結(jié)果，它是在傳統(tǒng)方法上對相同的方程經(jīng)過一系列恒等變換和使用相同數(shù)據(jù)回歸所得，但模型（2）僅僅是新方法的模型之一，是一種靜態(tài)模型，不優(yōu)于動態(tài)模型（3）。

新方法以模型（3）為主要標志，其創(chuàng)新之處在于考慮了進口對經(jīng)濟增長的滯后推動作用，細化了進口和出口對經(jīng)濟增長的作用，動態(tài)反映了進口對經(jīng)濟增長的作用，客觀描述了進口對經(jīng)濟的雙重作用：進口對當年經(jīng)濟增長有負作用，但對經(jīng)濟增長有滯后的推動作用。

情形B和C顯示：1983年至2002年的20年間，進口對經(jīng)濟增長的滯后推動作用按貢獻度來計量，其數(shù)值為3．37％，最近的13年，這個數(shù)值已上升到7．15％，從一個側(cè)面說明我國利用外資質(zhì)量和進口品技術(shù)含量在不斷提高；隨著時間的向后推移，Vexpt的系數(shù)由0．078降到0．050，說明貨物和服務(wù)的出口效益在逐漸下降；Vimpt（－2） 的系數(shù)由0．018上升到0．037，說明我國貨物和服務(wù)的進口質(zhì)量趨于上升。這個結(jié)論比較客觀地反映了現(xiàn)階段我國進出口實際：出口產(chǎn)品中科技含量低、附加值不高和資源型、勞動密集型等初級產(chǎn)品占了相當大的比重，而進口品相對是高附加值和科技含量高的產(chǎn)品。比如，2001年高新技術(shù)產(chǎn)品在我國出口中的比重為17．5％，而在進口中的比重為26．4％，相差9個百分點，逆差高達176億美元；我國鋼產(chǎn)量世界第一，2002年鋼產(chǎn)量為18237萬噸，但品種不足，低檔次的建筑鋼材占了一半以上，大量優(yōu)質(zhì)鋼材、特殊鋼材還要靠進口，全年進口鋼材2230萬噸。

利用動態(tài)模型分析我國進口和出口對經(jīng)濟增長的貢獻度和貢獻率，考慮了進口對經(jīng)濟增長的當年負效應(yīng)和滯后兩年時對經(jīng)濟增長的推動作用。在張文定性分析的基礎(chǔ)上，我們對文中提到的“貿(mào)易順差悖論”給予簡單的補充解釋：“貿(mào)易順差悖論”出現(xiàn)的原因在于這種觀點靜態(tài)看待每年凈出口對經(jīng)濟增長的作用，沒有動態(tài)考慮進口對經(jīng)濟增長的滯后推動作用，進一步的論證可以從模型和歷史數(shù)據(jù)進行定量分析。

三、若干思考

綜合來看，消費需求對經(jīng)濟增長的貢獻度平均在60％以上， Vconst的系數(shù)是Vinvt系數(shù)的3倍、是Vexpt系數(shù)的近10倍，說明提高消費需求的增長是促進經(jīng)濟增長最有效率的方式。投資增長對經(jīng)濟增長的貢獻度一直在24％左右，表明我國投資增長的速度和規(guī)?；臼欠€(wěn)定的。模型和有關(guān)數(shù)據(jù)表明，出口對經(jīng)濟增長的貢獻在走低，盡管出口一直以較大速度增長，表明出口的經(jīng)濟效益在逐步降低。

本文不打算就如何提高消費需求和投資需求作更多地論述，因為在這兩個方面基本已形成共識：國內(nèi)需求是支撐經(jīng)濟增長的關(guān)鍵因素，千方百計擴大內(nèi)需是保持我國經(jīng)濟持續(xù)快速增長的必然選擇；同時一定規(guī)模和速度的投資增長是我國經(jīng)濟持續(xù)快速增長的必要保證。本文基于我們所建立的動態(tài)模型提出幾點建議：

1、Vexpt的系數(shù)由模型（3）中的0．078降為模型（4）中的0．050，表明我國貨物和服務(wù)出口的質(zhì)量在下降。因此，切實改變依靠出口數(shù)量增長推動出口和經(jīng)濟增長的粗放模式，提高出口商品附加值，使出口增長主要靠增加產(chǎn)品附加值、提高科技含量而不是依靠數(shù)量增長帶動出口增長，既能節(jié)約我國有限的物質(zhì)資源，又能促使我國經(jīng)濟保持持續(xù)快速增長。

2、加大有利于提高我國勞動生產(chǎn)率的商品進口比重。總體上看，我國進口商品對經(jīng)濟增長有滯后兩年的推動作用，帶來的經(jīng)濟效益也有增大的趨勢。直接引進相關(guān)國外先進設(shè)備和技術(shù)，充分利用外資的技術(shù)溢出效應(yīng)，盡可能提高我國產(chǎn)品的技術(shù)含量，有利于我國跟蹤和跟進國際先進技術(shù)，縮短同世界先進水平的差距，也有利于節(jié)約國內(nèi)資源。